勞動市場中的工資與工資關(guān)系研究

勞動市場中的工資與工資關(guān)系研究

一、關(guān)于勞動剩余說近年來，中國工人的工資達到了增長的水平。調(diào)查顯示,僅2005—2009年全國農(nóng)民工工資就上漲了65%,年均漲幅達13%。12010年工潮事件更是引發(fā)了新一輪猛烈的加薪潮。據(jù)稱,當年農(nóng)民工工資漲幅不低于20%。2令人困惑的是,在工資快速上漲的同時,缺工問題并沒有明顯緩解。究竟是什么因素引發(fā)農(nóng)民工工資大幅上漲?為什么工資上漲未能有效緩解用工短缺問題?它是不是意味著剩余勞動力真的枯竭了?當前中國工業(yè)化正處于發(fā)展的十字路口,對這些問題的回答涉及對工業(yè)勞動力供給條件的判斷,并對工業(yè)化政策的制定具有重要影響。對于上述問題,目前國內(nèi)最有影響力的回答就是蔡昉提出的劉易斯拐點論。他認為,勞動供給從過剩轉(zhuǎn)向短缺是工資上漲的根本原因。面對工業(yè)部門強勁的勞動需求,農(nóng)民工供給開始捉襟見肘。一方面,連年的轉(zhuǎn)移已使剩余勞動力存量下降;另一方面,人口再生產(chǎn)進入了“低出生率、低死亡率、低增長率”階段,勞動人口的增長速度開始放緩,并低于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動需求的增速。1上述觀點引起了很大爭論。很多人認為現(xiàn)在提劉易斯拐點還為時尚早,因為目前還沒有誰能提供令人信服的證據(jù)來證明勞動剩余格局已經(jīng)終結(jié)。在堅持勞動剩余判斷的基礎(chǔ)上,人們往往從臨時性、結(jié)構(gòu)性因素角度來解釋工資上漲現(xiàn)象,比如,季節(jié)性供求矛盾、勞動力供求的信息不對稱、流動成本上升等。這些解釋符合某些經(jīng)驗常識,但經(jīng)不起嚴密推敲:既然誘發(fā)工資上漲的是一些臨時因素,那么它只會是一種暫時現(xiàn)象,而不會持續(xù)。但實踐并非如此,自2004年以來,我國農(nóng)民工工資上漲帶有明顯的趨勢性,迄今也無衰減的勢頭?；剡^頭來看,蔡昉也并沒有直接否定勞動剩余格局,相反,在數(shù)篇文獻中他都提及目前最多還有1.2億的剩余勞動力。這樣,就出現(xiàn)了一個奇怪的命題,那就是在不否定勞動剩余的前提下提出劉易斯拐點論。對此,蔡昉申明,自己對劉易斯拐點的定義是勞動供給增速開始慢于需求增速的時點,而不是傳統(tǒng)意義上的剩余勞動力枯竭。2這等于向傳統(tǒng)理論發(fā)出挑戰(zhàn),因為按古典教條,勞動剩余條件下的勞動供給應(yīng)該是無限的,不可能出現(xiàn)供給滿足不了需求的情形。那么,為什么會出現(xiàn)這種情形呢?蔡昉給出的解釋是,雖然目前有1.2億剩余勞動力,但一半以上都超過40歲,40歲以下的至多只有5200萬,而可轉(zhuǎn)移的恰是后者。問題是,即便按一年800萬轉(zhuǎn)移速度計算,5200萬勞動力也足夠6年轉(zhuǎn)移之需。進一步,就是40歲以上的勞動力也并非不能轉(zhuǎn)移,自“民工荒”之后很多企業(yè)已放寬招工的年齡限制。因此,至少目前勞動供給還不應(yīng)成其為問題,但現(xiàn)實中這個問題已浮出水面近8年。對此,上述解釋并不能自圓其說。本文試圖闡釋上述問題,其貢獻在于:第一,為勞動剩余條件下的供給不足提供新的解釋。在中國當前的特殊背景下,家庭分工很可能是制約勞動供給的一個重要因素,造成了大量勞動力的閑置。第二,指出勞動剩余條件下的工資上漲并不主要依賴于農(nóng)業(yè)收入增長,而是轉(zhuǎn)向勞動需求擴張。鑒于勞動供給對工資反應(yīng)的非連續(xù)性,需求擴張會帶來日益明顯的工資壓力。第三,指出勞動剩余經(jīng)濟可能會同時面臨工資上漲與勞動供給不足。當工業(yè)勞動需求急速擴張時,由于工資微調(diào)不能帶動勞動供給的微調(diào),勞動力市場長期難以出清。這提醒我們,中國近年來出現(xiàn)的農(nóng)民工工資上漲與用工短缺并存現(xiàn)象很可能源于勞動剩余條件下的供給不足,而非剩余勞動力枯竭,因而其不能作為劉易斯拐點到來的證據(jù)。二、從勞動力供給看,表現(xiàn)為工資養(yǎng)老金走勢的“道德支撐體系”工資問題是發(fā)展經(jīng)濟學(xué)的核心問題。對于欠發(fā)達國家工業(yè)工資會不會上漲、為什么會上漲的問題,古典理論和新古典理論有著不同的理解。劉易斯認為,3欠發(fā)達國家農(nóng)業(yè)部門滯留著大量的勞動力,由于邊際生產(chǎn)率很低甚至為零,工資的邊際法則失效,農(nóng)業(yè)工資只能由制度力量來支付,即生存工資法則。對工業(yè)部門來說,只要支付比農(nóng)業(yè)工資高一定比例的工資,比如30%,勞動力就會涌向工業(yè)部門,這就是勞動力無限供給的圖景。它有兩層內(nèi)涵:首先,水平供給曲線意味著勞動剩余等于供給剩余;其次,工農(nóng)業(yè)工資之間存在穩(wěn)定的差額關(guān)系,農(nóng)業(yè)工資的上漲壓力會完全地傳導(dǎo)給工業(yè)部門。拉尼斯和費景漢對劉易斯模型做了進一步拓展,4他們將勞動剩余分為兩個階段:一是零值剩余階段;二是隱蔽性失業(yè)階段。在后一階段,邊際生產(chǎn)力雖然仍小于制度工資,但已開始大于零,因此如果將隱蔽性失業(yè)勞動力強制抽離農(nóng)業(yè),就會危及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出并使貿(mào)易條件惡化,后者將引發(fā)工業(yè)工資上漲。但他們堅信,通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進步可以化解貿(mào)易條件惡化的隱患,從而消除工資壓力。然而諸多研究發(fā)現(xiàn),在一些欠發(fā)達國家(地區(qū))的勞動剩余階段,工資上漲現(xiàn)象非常普遍,而且很難歸咎于貿(mào)易條件惡化。5就中國來說,近年來工業(yè)品特別是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格漲幅遠超過農(nóng)產(chǎn)品,貿(mào)易條件是在朝著有利于工業(yè)部門的方向發(fā)展,按上述模型,工資不僅不應(yīng)上漲,反而應(yīng)下降才對。面對大量的勞動剩余條件下工資上漲事實的挑戰(zhàn),拉尼斯和費景漢又調(diào)整了自己的觀點。他們在后來的一本著作中指出,在商品化點之前,隨農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高,制度工資也會適度提高,這在最初的制度工資接近于生存工資時更突出。但由于邊際生產(chǎn)率仍低于制度工資,這種提高只能算是一種道德妥協(xié)和施舍。不管怎樣,它也會引起工業(yè)工資上漲。6這里,拉尼斯和費景漢又回到農(nóng)業(yè)工資這個傳統(tǒng)因素上,只不過,與劉易斯相比,他們認同農(nóng)業(yè)工資上漲的道德合理性,并對引發(fā)的后果保持樂觀。因為既然是一種妥協(xié),工資上漲就不會很快,必然是緩慢的,至少會低于勞動生產(chǎn)率的增速,所以,不會對資本積累產(chǎn)生本質(zhì)影響。但這個解釋同樣不完美,這里至少有兩個反駁的證據(jù):一是發(fā)展經(jīng)濟學(xué)史上著名的“中國臺灣現(xiàn)象”。數(shù)據(jù)顯示,在20世紀50年代末—70年代初,臺灣在商品化點到來之前,工業(yè)工資年上漲率達到10%,超過了勞動生產(chǎn)率的上漲速度。更有意思的是,在商品化點到來之后,工資增速反而下降到不足7%。7這足以說明,勞動剩余階段的工資上漲并不是緩慢進行的。二是今天中國大陸的工資上漲現(xiàn)象。農(nóng)民工工資以每年10%甚至20%以上的速度增長,這肯定不是一種緩慢的增長?？梢?在工資上漲過程中,除農(nóng)業(yè)工資、貿(mào)易條件、勞動生產(chǎn)率外,必然還有其他因素的作用。盡管后來有人又添加了一些其他的外生因素,比如勞動管制、集體談判等因素,8但它們的解釋力非常有限,因為這些外生因素只能引起工資的間歇式調(diào)整。排除這些因素后就很容易推測,引發(fā)工資上漲的額外因素很可能與勞動力市場的另一個內(nèi)生變量——勞動供給有關(guān)。而這一直是古典理論所不愿觸及的,原因就在于勞動剩余條件下的無限供給是其立論的基本前提,任何工資上漲都不可能從供給不足的角度來尋求解釋,除非剩余勞動力枯竭,但這后一種可能性不足以解釋中國今天的現(xiàn)實。如果剩余勞動力真的枯竭了,那么,中國將結(jié)束二元結(jié)構(gòu)而步入一體化時代,資源配置機制將轉(zhuǎn)向新古典模式下的市場力量,價格機制將發(fā)揮柔性調(diào)節(jié)作用并使市場迅速出清,相應(yīng)地,農(nóng)民工工資上漲也應(yīng)該使勞動力市場盡快恢復(fù)均衡,而不應(yīng)出現(xiàn)用工短缺長期蔓延的現(xiàn)象。與古典理論相反,新古典理論強調(diào)在經(jīng)濟發(fā)展過程中,勞動供給始終是一個必須正視的問題:首先,按新古典傳統(tǒng),任何要素都是稀缺的,勞動不可能剩余。其次,農(nóng)業(yè)勞動者的閑暇并非厭惡品,它會對收入產(chǎn)生替代作用。二者相結(jié)合,勞動供給曲線會非常缺乏彈性。9在需求層面,技術(shù)進步和資本積累會成為工資的兩大助推劑;在供給層面,供給彈性對工資的影響不容忽視。10但與古典理論相比,新古典理論又走向另一個極端。它雖然意識到勞動供給不足問題以及由此引起的工資壓力,但這是在否定勞動剩余的前提下進行的,這也是它飽受古典主義者批評的一個焦點。森等人指出,即便勞動是稀缺的,正的邊際生產(chǎn)率也不能排除剩余勞動力存在的可能性。11可以說,勞動剩余是發(fā)展中國家面臨的一個普遍現(xiàn)象。脫離這一實際,研究價值就要大打折扣。新古典理論同樣不能解釋今天中國的工資上漲現(xiàn)象,因為按它的預(yù)測,勞動始終是稀缺的,工資上漲會貫穿經(jīng)濟發(fā)展的全過程。但中國在改革開放后的十數(shù)年時間,農(nóng)民工工資基本都是停滯的,只是近年來才步入上漲通道。綜上所述,發(fā)展經(jīng)濟學(xué)傳統(tǒng)理論并不能很好地解釋發(fā)展中國家的工資現(xiàn)象,特別是今天中國農(nóng)民工工資上漲現(xiàn)象。原因就在于它們過于簡化了發(fā)展中國家的勞動供給問題:古典理論把勞動剩余與供給剩余天然地畫上等號,忽視了勞動剩余條件下可能發(fā)生的供給不足問題;新古典理論正好相反,意識到供給不足問題,卻將其歸咎于勞動短缺,忽視了發(fā)展中國家勞動剩余的普遍事實。可以說,中國的農(nóng)民工工資上漲現(xiàn)象是發(fā)展經(jīng)濟學(xué)史上的一個重大事件,它引起人們對勞動剩余條件下勞動供給問題的重新思考,并對發(fā)展經(jīng)濟學(xué)傳統(tǒng)理論的微觀基礎(chǔ)提出巨大的挑戰(zhàn)。要對農(nóng)民工工資上漲現(xiàn)象做出合理解釋,就必須在正視勞動剩余格局的基本前提下,結(jié)合中國當前的特殊國情,對傳統(tǒng)理論特別是劉易斯模型的勞動供給理論及工資決定機制做出進一步修正。三、家庭勞動關(guān)系中的家庭效用這里首先要界定清楚勞動剩余的概念。我們遵循古典傳統(tǒng),強調(diào)勞動剩余的產(chǎn)出特征,即如果把一部分勞動力抽離農(nóng)業(yè)部門后不會引起產(chǎn)出的下降,就稱其為剩余勞動力。它可以是劉易斯意義上的零值勞動力,也可以是拉尼斯和費景漢定義的隱蔽性失業(yè)勞動力。對后者,按森的原理,12只要在把他們抽離農(nóng)業(yè)部門后余下的勞動力能同比例提高勞動強度,就能保證勞動投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出不變。我們以家庭為單位進行分析。假設(shè)在一個勞動剩余經(jīng)濟里,一個典型農(nóng)戶的時間稟賦為T,家庭要決定將其中的h部分配置于農(nóng)村,余下T-h用于外出務(wù)工。留守時間可以用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn),也可以從事家庭勞動,比如照顧子女或老人,甚至用于閑逛等純消費型活動。對于勞動剩余條件下的農(nóng)業(yè)工資,古典理論認為,它只能取決于不變制度工資,但這是以雇傭制為基礎(chǔ)的,而中國農(nóng)業(yè)部門實行統(tǒng)分結(jié)合的雙層經(jīng)營模式,以家庭為基本生產(chǎn)單元,更接近于自耕農(nóng)模式,農(nóng)業(yè)工資實際上取決于家庭的人均產(chǎn)出。13而在勞動剩余假設(shè)下,不論家庭如何配置時間,農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是不變的,所以家庭總的農(nóng)業(yè)收入恒定,令其為A。按貝克爾理解,14家庭效用取決于這兩類時間生產(chǎn)或消費的“物品”所帶來的效用。就務(wù)工時間來說,它是一種生產(chǎn)型活動,生產(chǎn)的“物品”是工資收入,令工業(yè)工資為w,務(wù)工收入為(T-h)w。就留守時間來說,生產(chǎn)的“物品”有二:一是因維系農(nóng)業(yè)產(chǎn)出而獲得的收入A;二是家庭勞動帶來的效用(因留守農(nóng)村而得以兼顧家務(wù)勞動),可以表示為h的函數(shù)。對于農(nóng)業(yè)收入,與務(wù)工收入一樣,都屬于貨幣收入,對效用的貢獻沒有差異,因此可合并為總收入I=(T-h)w+A。這樣,家庭總效用U取決于I和h。家庭的最優(yōu)時間配置模型為:Max:U(I,h)I=(T-h)w+As.t.:0≤h≤T令拉格朗日乘子為λ,利用Kuhn-Tucker條件,構(gòu)建拉格朗日函數(shù):Z=U((T-h)w+A,h)+λ(T-h)根據(jù)h的邊際條件、非負約束和互補松弛條件,得到:?Z?h=?wU?Ζ?h=-wU′I+U′h?λ≤0?h≥0?h?Z?h=0(1)′Ι+U′h-λ≤0?h≥0?h?Ζ?h=0(1)再根據(jù)λ的邊際條件、非負約束和互補松弛條件,得到:?Z?λ=T?h≥0?λ≥0?λ?Z?λ=0(2)?Ζ?λ=Τ-h≥0?λ≥0?λ?Ζ?λ=0(2)對于家庭收入的效用,比較容易處理,不失一般性,令U′I>0、U″I<0。關(guān)鍵是對家庭勞動的效用處理,不同的處理會帶來迥異的結(jié)果。(一)收入的活動含家庭勞動效果劉易斯—拉尼斯—費模型暗含一個重要假設(shè),那就是只有收入才能帶來效用,將時間配置于任何不能帶來收入的活動(含家庭勞動)都不會帶來益處。在這種情形下,將U′h=0、λ≥0、U′I>0、w>0帶入(1)式的邊際條件,可以看出:?Z?h<0?Ζ?h<0,再帶入(1)式的互補松弛條件,可得:h=0。這說明,家庭會把所有剩余時間配置于工業(yè)部門,并形成古典意義上的勞動無限供給格局。(二)非均衡點條件貝克爾家庭經(jīng)濟學(xué)認為,家庭勞動是內(nèi)部勞動分工的結(jié)果,它與賺取工資的雇傭勞動一樣也會對家庭效用做出貢獻,因此邊際效用大于零。從(1)式的邊際條件可以看出,λ≥-wU′I+U′h,由于w>0、U′I>0、U′h>0,無法保證λ大于零,不等式條件h≤T失去約束力,h的均衡解變?yōu)閮?nèi)點解,它根據(jù)效用函數(shù)的極值條件求解,并滿足:w=U′h/U′I。對應(yīng)于上述條件,在圖1中,均衡點位于無差異曲線與預(yù)算線的切點處。當工業(yè)工資上漲時,預(yù)算線繞A點做順時針旋轉(zhuǎn),無差異曲線與預(yù)算線的切點向左上方移動,表明家庭配置于農(nóng)村的時間減少,提供給工業(yè)部門的時間增加。由于勞動供給隨工資上漲而增加,供給曲線(如S所示)缺乏彈性。這時,勞動需求擴張會引起工資上漲,工資上漲引起供給擴張,供求很快恢復(fù)均衡。(三)家庭時間稟賦調(diào)整在劉易斯傳統(tǒng)和貝克爾傳統(tǒng)之間,我們更傾向于后者。劉易斯傳統(tǒng)忽視任何非市場型時間配置的效用可能,這個假設(shè)過于絕對,從而招致諸多批評,15它也不符合中國今天的現(xiàn)實。誠然,在經(jīng)濟發(fā)展的早期,農(nóng)民生活極度困頓,對收入的渴望勝過一切,忽視非市場型時間配置的效用假設(shè)有一定道理,但就今天的中國而言,這一假設(shè)越來越脫離實際:首先,多年的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移以及近年來的農(nóng)業(yè)制度創(chuàng)新已經(jīng)使農(nóng)民生活得到較大改善,積累了一定的經(jīng)濟基礎(chǔ),他們開始具備考慮收入以外其他因素的條件,比如,適當享受一些閑暇。其次,多年的勞動力轉(zhuǎn)移使留守勞動力減少,家庭分工的難題開始凸顯,這倒逼很多勞動力在工作和家庭之間做出取舍。實踐中很多農(nóng)村勞動力閑賦,就是緣于照顧家庭的需要,這表明非市場型時間配置的邊際效用開始凸顯,并對勞動供給產(chǎn)生影響。在這一點上,貝克爾傳統(tǒng)具有解釋上的相對優(yōu)勢。但我們也不能照搬貝克爾傳統(tǒng)來分析現(xiàn)在中國所面臨的問題。貝克爾傳統(tǒng)有一個重要的假設(shè)前提,那就是,家庭時間可無限分割。這一點與中國當今的現(xiàn)實有很大出入。中國的勞動力轉(zhuǎn)移是在城鄉(xiāng)分割的制度體系下進行的,它使勞動力轉(zhuǎn)移帶有“移而不遷”的特征,就業(yè)從農(nóng)村向城市、從本地向外地的轉(zhuǎn)移并沒有帶來家庭居住地的同步轉(zhuǎn)移,二者的空間分離很明顯。這時家庭的時間配置不再充滿柔性,不再像貝克爾描述的可以無限細分地調(diào)整時間配置,恰恰相反,只能以人頭為單位來調(diào)整時間稟賦在地域上的分配結(jié)構(gòu)。對個人,家庭只能決定他是外出務(wù)工還是留守農(nóng)村,很少能兼而有之。16基于這種選擇的無奈,許多人被迫留守農(nóng)村。假設(shè)一個勞動力的時間稟賦為1,家庭只能以1的整數(shù)倍來調(diào)整時間配置,比如當有5個勞動力時,總時間稟賦為5,它只能選擇將或0或1或2或3或4或5的時間配置于農(nóng)村,并將余下的時間用于務(wù)工。這種離散約束條件在圖1的上半部分表現(xiàn)為對應(yīng)于1、2、3、4、5處的垂線,我們稱其為分割線。當工資較低時,比如位于預(yù)算線AB所示的位置時,按貝克爾傳統(tǒng),均衡點位于無差異曲線U1和AB的切點E1,并將h1時間配置于農(nóng)村,但這個切點不在任何一條分割線上,不滿足時間有限分割的約束條件,因此不可實施。家庭只能從E1左右兩側(cè)的分割線4和5中選擇一條作為次優(yōu)選擇。選擇的結(jié)果依AB線斜率的大小而定:如果它低于某一臨界值,AB線非常平緩,相對于左分割線4,右分割線5(與AB的交點A)離U1更近,選它能帶來更大效用。家庭選擇5,表明不配置任何勞動力于工業(yè)部門。道理很簡單,AB線斜率低,說明工業(yè)工資缺乏足夠吸引力,既然時間只能有限分割,家庭干脆不讓任何勞動力出去務(wù)工。相反,如果AB線斜率達到一定臨界值時,選左分割線4能帶來更大效用,家庭選擇之,并派出第1個勞動力外出務(wù)工,由此獲得效用U1′。AB線斜率的臨界值對應(yīng)于一個工資臨界值,比如w1,當工資小于w1時,勞動供給為0,供給曲線如圖1的O′S1所示。當工資大于w1時,勞動供給將躍升到1。這里w1充當保留工資,它在相當程度上取決于農(nóng)業(yè)工資。若工資進一步提高并使均衡點落入分割線3和4之間的區(qū)域時,如果均衡點不在分割線上,家庭只能從左右兩個分割線中選擇一條作為次優(yōu)選擇。類似地,當工資低于某一臨界值(如w2)時,預(yù)算線相對平緩,右分割線4離最優(yōu)效用曲線更近,家庭選擇之,仍只派出1個務(wù)工勞動力。所以,當工資介于w1、w2之間時,勞動供給固定于1處,并表現(xiàn)為一段垂線,如圖中S2S3所示。相反,當工資高于w2時,家庭選擇左分割線,并派出第2個務(wù)工勞動力。依次類推,家庭的勞動供給曲線將呈遞進的離散分布形態(tài),如圖中曲線O′S1S2S3S4S5S6S7S8S9S10所示,其特點有二:第一,與新古典理論刻畫的正斜率曲線不同,工資上漲并不能隨時刺激勞動供給,在一定區(qū)間內(nèi),即便工資上漲也不會導(dǎo)致供給增加,只有在達到一定閾值后,勞動供給才會跳入下一區(qū)間。第二,隨勞動力轉(zhuǎn)移的推進,要家庭把留守勞動力抽離出來作為工業(yè)勞動力新的源泉,付出的工資代價將不斷增加,且增幅不斷擴大。比如,要使勞動供給從1增加到2,工資只需從w1上升到w2;而要從3增加到4,工資必須從w3上升到w4。顯然,w4-w3>w2-w1。究其原因,就在于無差異曲線越往頂部越陡峭,隨家庭配置于工業(yè)部門的時間增加,貝克爾均衡點愈發(fā)向頂部移動,最優(yōu)無差異曲線也愈發(fā)陡峭,這時右分割線與最優(yōu)無差異曲線更近,只有工資以更大的幅度上漲,預(yù)算線才會旋轉(zhuǎn)到足夠的角度讓家庭選擇左分割線,并增派務(wù)工勞動力。將所有農(nóng)戶的勞動供給曲線加總,就可以得到總勞動供給曲線。令經(jīng)濟中有N個農(nóng)戶,加總勞動供給曲線形狀仍如O′S1S2S3S4S5S6S7S8S9S10所示,它與家庭勞動供給曲線的唯一區(qū)別是,分割線變?yōu)镹、2N、3N、4N、5N。17這種特殊的勞動供給曲線形態(tài)使工業(yè)工資的主導(dǎo)力量呈演進的特征:在勞動力轉(zhuǎn)移的初期,工資主要圍繞w1做小幅波動,而作為最初的保留工資,w1主要取決于農(nóng)業(yè)工資,所以,農(nóng)業(yè)工資是工業(yè)工資上漲的主要力量。相對而言,勞動需求對工資的影響還比較小。圖1中,當勞動需求從D1擴張到D2時,工資只需從w1上升到w2,供給就從N上升到2N,不僅能滿足需求,還有一定的剩余。但隨勞動力轉(zhuǎn)移的推進,需求的影響會日益凸顯,比如當勞動需求從D3擴張到D4時,工資就會出現(xiàn)較大幅度的上漲,它先從w3漲至w4,誘發(fā)勞動供給從3N增加到4N,但此時供給仍小于w4所對應(yīng)的勞動需求水平,于是企業(yè)之間就有限的勞動供給展開爭奪,推動工資繼續(xù)上漲,直至w*,供求關(guān)系才恢復(fù)均衡。綜上所述,我們可以得到兩個理論命題:命題1:源于家庭分工和時間有限分割的限制,隨著勞動供給的增加以及留守勞動力的減少,農(nóng)業(yè)勞動力的保留工資漸次提高,且幅度不斷擴大。命題2:基于特殊的勞動供給形態(tài),勞動剩余條件下的工業(yè)工資并不簡單地取決于農(nóng)業(yè)收入,工資上漲動力逐漸轉(zhuǎn)向工業(yè)勞動需求擴張。四、研究樣本與數(shù)據(jù)來源我們以內(nèi)蒙古、甘肅兩省(區(qū))為例來檢驗上述命題。之所以選擇這兩個省(區(qū))主要是出于兩點考慮。首先是數(shù)據(jù)的可得性。1999—2005年,國家統(tǒng)計局先后對內(nèi)蒙古、甘肅兩省(區(qū))15個縣1500個農(nóng)戶進行追蹤調(diào)查,獲得了詳實的家庭經(jīng)濟信息,可為本研究提供支撐。該調(diào)查從內(nèi)蒙古和甘肅各抽取8個縣、800個農(nóng)戶和7個縣、700個農(nóng)戶?；谡{(diào)查于1999—2000年進行,其后每隔一年進行一次追蹤調(diào)查,直至2005年。其次是數(shù)據(jù)的代表性。本文試圖考察勞動剩余條件下的勞動供給及工資機制問題,勞動剩余是研究的前提。內(nèi)蒙古和甘肅都是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)省份,農(nóng)業(yè)剩余勞動力充足,且勞動力轉(zhuǎn)移一直在持續(xù)進行中。(一)農(nóng)業(yè)勞動力對糧食產(chǎn)出的影響如前所述,古典意義上的勞動剩余條件是指把一部分勞動力抽離農(nóng)業(yè)部門后不會影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出,這提供了判斷勞動剩余條件的基本法則。進一步,不管是劉易斯意義上的零值勞動力,還是拉尼斯—費定義的隱蔽性失業(yè)勞動力,勞動剩余條件都有一個共同特征:勞動負荷輕、具備進一步提高勞動強度的空間。這一特征又為我們提供了判斷勞動剩余條件的輔助標準。表1顯示,1999—2002年農(nóng)業(yè)勞動力的勞動負荷不足5個月,2003—2004年可能受支農(nóng)政策的激勵,勞動投入有所恢復(fù),但也只有5.11個月和5.16個月。一般認為,農(nóng)業(yè)勞動力的年勞動負荷應(yīng)達到270個工作日。18依此標準,即便在勞動負荷最重的2004年,勞動力的閑賦程度也高達43%。就是說,一年擠出43%的時間用于務(wù)工也絲毫不會影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。即便與城鎮(zhèn)勞動力相比,農(nóng)業(yè)勞動力的閑賦也是很明顯的?？鄢p休日及法定節(jié)假日,城鎮(zhèn)勞動力的年工作負荷為251天,依此標準,2004年農(nóng)業(yè)勞動力的閑賦程度也高達38.3%。表2顯示,糧食產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)勞動力間的關(guān)系并不緊密。1999—2001年,戶均農(nóng)業(yè)勞動力從1.69人降為1.58人,糧食產(chǎn)量從2691公斤降為2573公斤。2002年農(nóng)業(yè)勞動力繼續(xù)減少至1.44人,但糧食產(chǎn)量并沒有繼續(xù)下降,而是小幅回升。2003年農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量小幅增加,糧食產(chǎn)量出現(xiàn)了更大幅度的上漲,比上年增加了7.6%。2004年,可能受工業(yè)勞動需求急速擴張的影響,務(wù)農(nóng)人數(shù)再次下滑,降至1.31人,戶均糧食產(chǎn)量卻繼續(xù)上漲,比上年增加10.5%?？偟膩砜?1999—2004年,務(wù)農(nóng)人數(shù)減少了22.5%,但糧食產(chǎn)量不僅沒有減少,反而增加了15.5%。進一步,我們計算每戶糧食產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量間的皮爾遜相關(guān)系數(shù),再計算各戶的平均值,結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有0.15,說明二者的相關(guān)性很弱。為進一步強化對勞動剩余格局的判斷,我們利用這6年的面板數(shù)據(jù)檢驗農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量對糧食產(chǎn)出的具體影響。估算結(jié)果如表3所示。表3第2列顯示,當未引入控制變量時,農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量并沒有對糧食產(chǎn)出產(chǎn)生正的作用,反而有一定負影響。當引入控制變量后,系數(shù)變得不顯著,說明農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響并不明顯。從分省情況來看,兩省(區(qū))勞動力的影響均不顯著?？梢?我們對勞動剩余格局的判斷是穩(wěn)健的。(二)家庭成員來年不愿外出勞務(wù)的比例,是一個行為既然勞動剩余條件確立,我們將從兩個維度檢驗勞動供給是否符合命題1的預(yù)測:一是家庭分工是否制約勞動供給、時間是否有限分割;二是隨勞動力轉(zhuǎn)移的推進,讓留守勞動力加入到產(chǎn)業(yè)工人隊伍中工資是否要不斷上漲,漲幅是否遞增。從表4可以看出,1999—2002年戶均外出務(wù)工人數(shù)穩(wěn)定增加,從0.81人增至1.16人,2003—2004年增速放緩,分別為1.23人和1.29人。另外,相對于外出務(wù)工人員來說,留守勞動力的務(wù)工時間很少。1999—2002年一直少于1個月,2003—2004年雖有所增加,但也只略高于1個月。這說明家庭時間有限分割假設(shè)是成立的:當留守農(nóng)村時,盡管也可以打零工,但主要時間并不能提供給工業(yè)部門,外出務(wù)工才是工業(yè)勞動供給的主要形式。因此家庭在決定某一勞動力的去留問題時,實際上是在對時間做類似于零一分割的處理。下面我們來看家庭分工對勞動供給的制約。如果這種制約確實存在,那么可以合理推測:當留守勞動力較多時,家庭勞動可以更多地由其他成員來承擔(dān),非市場型勞動對收入的替代作用就會比較強,勞動供給意愿也比較強;相反,如果留守勞動力少,家庭勞動無人承擔(dān),勞動供給意愿就會比較弱。表5為具有不同留守勞動力人數(shù)的家庭,被調(diào)查者表示來年不愿外出務(wù)工的比例。對那些沒有留守勞動力的家庭成員來說,不愿外出務(wù)工的比例最高,1999年為23.8%,2004年進一步上升到29.4%。有1個留守勞動力的家庭成員不愿外出務(wù)工的比例要低得多,1999年為19.3%,2004年為23.5%。對有2個留守勞動力的來說,比例進一步降低,1999年和2004年分別為17.2%和21.9%。對于有3個或3個以上留守勞動力的來說,不愿外出的比例較有2個留守勞動力的又有所降低,但對有3個、4個或5個留守勞動力家庭的人員來說,不愿外出務(wù)工的比例并無明顯差異,這可能與留守勞動力過多、家庭勞動(或閑暇)飽和并失去對收入的替代作用有關(guān)。這些數(shù)據(jù)能大致反映家庭分工對勞動供給的制約。實踐中,一些勞動力雖然有更多機會外出務(wù)工,但受家庭制約,勞動供給意愿并不高。一個典型例子就是18—25歲的青年勞動力,他們往往是企業(yè)青睞的對象,務(wù)工機會比較多,外出務(wù)工的意愿也很高,1999—2004年的平均比例達86.3%,但對那些父母生活主要靠子女照顧的家庭來說,該比例只有77.4%。如果勞動供給曲線真的像命題1描述的那樣是遞進的階梯狀形態(tài),那么,隨勞動力轉(zhuǎn)移的推進(即留守勞動力減少),讓留守勞動力加入到勞動供給大軍所需付出的工資成本將越來越高,對此可以通過保留工資來反映。由于問卷直接詢問了農(nóng)民外出務(wù)工所要求的最低月工資,因此數(shù)據(jù)是現(xiàn)成的。從表6可以看出兩點趨勢:第一,隨家庭留守人數(shù)減少,保留工資不斷增加,且幅度不斷擴大。以1999年為例,對家庭有4個留守勞動力的人員來說,只要提供314元的月工資,就愿意加入到勞動供給大軍中,但對有3個留守勞動力的人員來說,保留工資達到330元,提高了16元。依次類推,有2個留守勞動力的比有3個留守勞動力的高29元;有1個留守勞動力的比有2個留守勞動力的高47元。第二,2003—2004年,各檔留守勞動力的保留工資均比以前明顯提高,特別是家庭留守勞動力較少的人員,提高幅度更明顯。以2004年為例,家庭有1個留守勞動力的人員的保留工資提高到522元,比1999年提高28.6%,而有5個留守勞動力的只比1999年提高12.9%。相應(yīng)地,兩類人員保留工資的差距也從1999年的87元擴大到2004年的162元。造成這一狀況的主要原因是,隨農(nóng)村改革的推進以及經(jīng)濟條件的改善,家庭勞動(或閑暇)對收入的替代作用增強。我們可以用回歸方程來進一步檢驗留守人員保留工資的變化情況:lnwˉˉˉit=α0+∑j=14φjGoupj,it+γzit+ui+λt+εit(3)lnwˉit=α0+∑j=14φjGoupj,it+γzit+ui+λt+εit(3)式中,i為截面單元,即各檔留守勞動力;t為時間序列,即各年份。被解釋變量lnwˉˉˉlnwˉ為留守勞動力保留工資的對數(shù)。為比較各檔留守勞動力之間的保留工資差距,我們以家庭有5個及以上留守勞動力的為基準組,設(shè)置4個分組啞元變量Goup1-Goup4,對家庭有4個留守勞動力的人員,Goup4取1,其余均取零;對有3個留守勞動力的人員,Goup3取1,其余均取零。依次類推。這樣,系數(shù)φj就反映了與基準組相比各檔留守勞動力在保留工資上的變化特征。z為其他一些可能影響保留工資的控制變量,主要有三類:一是務(wù)農(nóng)收入。二是轉(zhuǎn)移成本特別是城市生活成本。由于留守勞動力并未外出務(wù)工,對轉(zhuǎn)移成本的感知主要來自其他家庭成員、親友或鄉(xiāng)鄰的轉(zhuǎn)述,我們用本村外出務(wù)工人員轉(zhuǎn)移成本的平均值來代替。在這些成本中,最大的三項開銷是食品支出、衣著支出、交通通訊費。三是稟賦變量,如年齡、婚姻、工作經(jīng)驗、培訓(xùn)經(jīng)歷、技術(shù)等級等。它們在一定程度上反映了人力資本狀況,并對保留工資產(chǎn)生影響。為控制其他不可觀察因素的影響以及隨時間推移保留工資的自發(fā)變化趨勢,我們分別引入截面效應(yīng)ui和時間效應(yīng)λt,因此模型是雙效應(yīng)模型。從表7最后一列可以看出,當引入控制變量后,Goup4的系數(shù)不顯著,說明對家庭有4個留守勞動力的人員來說,保留工資與有5個留守勞動力的沒有區(qū)別。從其余各啞元變量的系數(shù)看,有3個留守勞動力的保留工資比有5個(或4個)留守勞動力的略高2.1%;有2個留守勞動力的保留工資比有5個留守勞動力的高11.5%,相應(yīng)地,比有3個留守勞動力的要高9.4%;有1個留守勞動力的比有5個留守勞動力的高27.6%,或者說,比有2個留守勞動力的高16.1%?？梢?隨留守勞動力的減少,保留工資不斷增加,而且增幅不斷擴大。正是由于留守勞動力的保留工資隨留守人數(shù)的減少而不斷遞增,工業(yè)部門要將留守勞動力持續(xù)地抽出來作為產(chǎn)業(yè)工人的新補給,就必須以工資的不斷上漲為代價。但反過來,工資上漲并不能隨時刺激勞動供給,只有當工資達到新的保留工資所要求的水平時,才能使新一批留守勞動力加入到勞動供給大軍中。在這種情況下,勞動供給曲線必將呈現(xiàn)命題1描述的遞進的階梯狀分布:在勞動力轉(zhuǎn)移的初期,由于保留工資上漲慢,工資只需小幅增加即可獲得新的勞動供給;但隨轉(zhuǎn)移的推進,工資漲幅只有不斷擴大,才能維系供給的周期性增長。19五、勞動需求對工資的響應(yīng)為比較農(nóng)業(yè)收入和勞動需求對工資的影響,我們設(shè)置如下模型。lnwit=β0+β1lnrit+β2lnyit+∑j=15δjDjlnrit+∑j=15τjDjlnyit+σZit+ui+λt+eit(4)lnwit=β0+β1lnrit+β2lnyit+∑j=15δjDjlnrit+∑j=15τjDjlnyit+σΖit+ui+λt+eit(4)被解釋變量lnw為農(nóng)民工月工資(折算為1999年可比水平)的對數(shù)。數(shù)據(jù)顯示,1999—2002年農(nóng)民工工資上漲比較緩慢,一直徘徊在352—387元之間。自2003年起,出現(xiàn)稍快上漲,當年達413元。2004年增速進一步提升,平均工資達447元。解釋變量lnr為務(wù)農(nóng)收入(折算為1999年可比水平)的對數(shù)。計算表明,1999年月務(wù)農(nóng)收入為163元,此后兩年出現(xiàn)小幅波折。2002年小幅增加,達到181元。2003—2004年,隨農(nóng)村改革試點的推進,務(wù)農(nóng)收入較快上升,分別達到217元和248元。為識別務(wù)農(nóng)收入對工業(yè)工資影響的變動趨勢,我們以1999年為基期,設(shè)置五個啞元變量D1—D5:2000年,D1取1,其余均取零;2001年,D2取1,其余均取零;依次類推。再構(gòu)建交叉變量Dlnr。這樣,各年務(wù)農(nóng)收入的影響就反映在系數(shù)β1+δj上,其中β1為1999年的影響,δj為與1999年的差異。lny為工業(yè)勞動需求。由于很難直接測算它,需要找一個替代變量?？紤]到短期內(nèi)工業(yè)就業(yè)彈性不會發(fā)生根本性的變化,而勞動需求又是一種引致性需求,20可以用務(wù)工所在地非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值來間接反映當?shù)氐膭趧有枨鬆顩r?；谕瑯拥脑?為識別勞動需求對工業(yè)工資影響的變化趨勢,我們再構(gòu)建時間啞元變量與勞動需求的交叉變量Dlny。這樣,基期(1999年)勞動需求對工業(yè)工資的影響就體現(xiàn)在系數(shù)β2上,其余各年的影響體現(xiàn)為β2+τj。Z為其他一些可能影響工資的控制變量,包括四類:第一類,轉(zhuǎn)移成本,我們用城市生活成本來代替。第二類,個人稟賦變量,如前所述,主要有年齡、婚姻、工作經(jīng)驗、培訓(xùn)經(jīng)歷、技術(shù)等級等。21第三類,務(wù)工企業(yè)的特征變量,如行業(yè)屬性和用工關(guān)系的規(guī)范性。行業(yè)屬性主要是為了消除行業(yè)工資差距的影響。從結(jié)果看,外出農(nóng)民工主要集中在建筑業(yè)、制造業(yè)、采礦業(yè)、電力煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、批發(fā)零售、住宿餐飲、交通運輸倉儲及郵電通訊業(yè)等行業(yè)。引入用工關(guān)系的規(guī)范性主要是考慮到企業(yè)對最低工資等政策的遵守情況會對工資產(chǎn)生重要影響。22由于很難直接度量,我們用農(nóng)民工聯(lián)系務(wù)工企業(yè)的渠道做替代變量,并分四種情況:中介渠道、政府組織、親友介紹、其他。一般而言,通過前兩個渠道聯(lián)系的企業(yè)的用工關(guān)系要比親友介紹的企業(yè)規(guī)范。第四類,務(wù)工所在地的特征,包括平均工資水平、最低工資標準、政府對經(jīng)濟的控制力。由于政府主要是通過國有企業(yè)來影響經(jīng)濟的,我們用國有經(jīng)濟比重來度量政府控制力。最后還引入基于地級市的啞元變量,以吸納資源稟賦、技術(shù)特征等地區(qū)遺漏變量的影響。表8最后一列顯示,當引入控制變量后,從lnr的系數(shù)看,1999年工業(yè)工資對農(nóng)業(yè)收入的反應(yīng)彈性為0.122。D1lnr的系數(shù)表明,2000年該彈性比1999年減少0.070,降為0.052。從D3lnr、D4lnr的系數(shù)看,2002—2003年工資彈性比1999年增加0.033和0.050,分別達到0.155和0.172。但是到2004年,由于D5lnr的系數(shù)不顯著,工資彈性又回落至1999年的水平,只有0.122?？梢?農(nóng)業(yè)收入對工資的影響一直小于劉易斯模型的預(yù)測,按劉易斯工資假說,工業(yè)工資對農(nóng)業(yè)收入的反應(yīng)彈性應(yīng)該為1。這說明劉易斯工資假說并不成立。再來看勞動需求的影響。lny的系數(shù)不顯著,說明1999年勞動需求尚未對工資產(chǎn)生影響。D1lny、D3lny的系數(shù)不顯著,說明2000年、2002年這一狀況仍在持續(xù)。D2lny的系數(shù)為負,說明2001年勞動需求對工資有反向影響,這與常理相悖,好在系數(shù)很小幾乎可忽略。從D4lny、D5lny的系數(shù)看,2003年勞動需求開始對工資產(chǎn)生影響,但系數(shù)只有0.132。2004年需求影響迅速攀升,工資對勞動需求的反應(yīng)彈性達到0.404,大大超過了它對農(nóng)業(yè)收入的反應(yīng)彈性。這就說明,工資的主導(dǎo)力量開始從農(nóng)業(yè)收入轉(zhuǎn)向勞動需求力量。六、從家庭經(jīng)濟狀況看我們可以利用內(nèi)蒙古、甘肅兩省(區(qū))的比較分析來進一步檢驗上述命題。進入新世紀以來,內(nèi)蒙古在煤炭、氣田等資源型產(chǎn)業(yè)的帶動下連續(xù)8年創(chuàng)造全國第一的經(jīng)濟增速,工業(yè)化成就斐然。相對而言,甘肅省的工業(yè)化速度則要慢得多。1999—2000年內(nèi)蒙古第二產(chǎn)業(yè)增速一直快于甘肅,此后差距又迅速擴大,2001年內(nèi)蒙古第二產(chǎn)業(yè)增速達到16.5%,甘肅只有10.8%。2002—2003年,內(nèi)蒙古連續(xù)兩年都接近28%,而甘肅均徘徊在12%左右。2004年內(nèi)蒙古增速進一步猛增至34.9%,甘肅僅停留在13.2%。這種差異為我們提供了比較的基礎(chǔ)。我們可以合理地推測,由于工業(yè)化的快速推進,相對于甘肅來說,內(nèi)蒙古的工業(yè)勞動需求以及勞動力轉(zhuǎn)移都經(jīng)歷了一個更快的加速周期,剩余勞動力更快地被工業(yè)部門吸納,留守勞動力也加速減少,相應(yīng)地,他們在家庭內(nèi)部勞動分工中承擔(dān)的角色越來越不可替代,因此,勞動供給意愿會更快地下降。表9顯示,1999年內(nèi)蒙古戶均留守勞動力為1.62人,2001年之后快速下降,2004年只剩1.2人,并且已出現(xiàn)15%左右的無勞動力留守的空巢家庭。相對而言,甘肅留守勞動力減少趨勢要平緩一些,1999年為1.76人,2004年仍有1.44人?？粘布彝サ谋壤惨鸵恍?。這使內(nèi)蒙古家庭更容易降低勞動供給意愿,比如,1999年內(nèi)蒙古留守勞動力中因家庭原因不愿外出的占19.1%,2004年該比例升至28.5%,5年時間增加了9.4個百分點。相對而言,甘肅的變化要平緩得多。1999年留守勞動力中因家庭原因不愿外出的比重為15.7%,到2004年也只有18.9%?？梢?內(nèi)蒙古勞動供給意愿的下降趨勢要比甘肅明顯得多。但勞動供給要真正減少,還有一個前提條件,那就是家庭經(jīng)濟狀況的好轉(zhuǎn)。按貝克爾家庭經(jīng)濟學(xué)的推論,當家庭經(jīng)濟狀況較好時,工資收入的邊際效用較小,在邊際原則下才會放棄雇傭勞動機會。同時,也只有經(jīng)濟狀況好轉(zhuǎn),在面對雇傭勞動機會的誘惑時,勞動者才有勇氣拒絕這些機會。對于家庭經(jīng)濟狀況的制約,我們很難直接度量,但從外出務(wù)工者的匯款情況可以窺見一斑。當經(jīng)濟困難時,家庭對務(wù)工匯款有著強烈的依賴;當經(jīng)濟寬裕時,依賴性會減少。表9顯示,1999年內(nèi)蒙古外出務(wù)工勞動力平均將60.4%的打工收入?yún)R回家,自2002年起該比例加速下降,到2004年降為45.6%,比1999年減少了14.8個百分點。1999年甘肅農(nóng)民工匯款比例為58.4%,經(jīng)過一定反復(fù),2004年仍高達52.8%,只比1999年降低了5.6個百分點。這在一定程度上反映了內(nèi)蒙古農(nóng)戶的經(jīng)濟狀況要好于甘肅農(nóng)戶,它對勞動供給決策的制約作用也弱于甘肅,相應(yīng)地,其加速下降的勞動供給意愿也更容易演變?yōu)閯趧庸┙o收縮的事實。為檢驗上述推測是否正確,我們用模型(3)來考察內(nèi)蒙古、甘肅兩省(區(qū))留守勞動力保留工資的變化情況并進行比較。回歸結(jié)果如表10所示。表10第3列為引入控制變量后的內(nèi)蒙古的情況,Goup4的系數(shù)不顯著,說明家庭有4個留守勞動力的留守人員的保留工資與有5個及以上留守勞動力的沒有區(qū)別。從其余各啞元變量的系數(shù)看,有3個留守勞動力的保留工資比有5個(或4個)的高4.6%;有2個留守勞動力的比有5個的高15%,相應(yīng)地,比有3個的高10.4%;有1個留守勞動力的比有5個的高33.9%,或者,比有2個的高18.9%。第5列反映了引入控制變量后甘肅的情況,Goup4、Goup3的系數(shù)均不顯著,說明對家庭有4個或3個留守勞動力的人員來說,保留工資與有5個及以上留守勞動力的無區(qū)別。所以,相對于內(nèi)蒙古來說,甘肅省勞動供給曲線的初始部分(工資上漲平緩的部分)更修長。從其余啞元變量的系數(shù)看,家庭有2個留守勞動力的人員的保留工資比有5個(或4個或3個)的高3%;有1個留守勞動力的比有5個留守勞動力的高11.6%,相應(yīng)地,比有2個留守勞動力的高8.6%。相對而言,上述增幅都遠小于內(nèi)蒙古,說明甘肅省勞動供給從一個較低水平跳轉(zhuǎn)至較高水平時所需的工資增幅沒有內(nèi)蒙古劇烈,因此勞動供給曲線是以一個更平和的幅度遞進的。從命題2可以合理地推測,既然內(nèi)蒙古的勞動供給曲線帶有更明顯的遞進特征,那么,相對于甘肅來說,在工業(yè)工資的上漲動力中,勞動需求的影響會更快地凸顯出來,而農(nóng)業(yè)收入的影響